BRUNA MARIA LOPES BARBOSA
Estudo da prematuridade em fetos com hérnia
diafragmática congênita: avaliação de fatores de
predição
Dissertação apresentada à Faculdade de Medicina da Universidade de São Paulo para obtenção do título de Mestre em Ciências
Programa de Obstetrícia e Ginecologia
Orientadora: Dra. Lisandra Stein Bernardes Ciampi de Andrade
São Paulo
Dados Internacionais de Catalogação na Publicação (CIP)
Preparada pela Biblioteca da
Faculdade de Medicina da Universidade de São Paulo reprodução autorizada pelo autor
Barbosa, Bruna Maria Lopes
Estudo da prematuridade em fetos com hérnia diafragmática congênita : avaliação de fatores de predição / Bruna Maria Lopes Barbosa. -- São Paulo, 2015.
Dissertação(mestrado)--Faculdade de Medicina da Universidade de São Paulo. Programa de Obstetrícia e Ginecologia.
Orientadora: Lisandra Stein Bernardes Ciampi de Andrade.
Descritores: 1.Parto prematuro 2.Hérnia diafragmática 3.Anormalidades congênitas 4.Previsões 5.Medição de risco 6.Ultrassom
Dedico este trabalho ao Senhor Deus, que sustenta e abençoa minha vida todos os dias.
Aos meus pais, João e Celeste, por todo amor, dedicação e exemplo de caráter e honestidade. Vocês fizeram tudo para que pudessem me oferecer as melhores oportunidades de crescer na vida. Eu não seria nada sem vocês. Meu amor e gratidão serão eternos.
Ao meu esposo Daniel, meu amor, companheiro e melhor amigo, por estar sempre ao meu lado, pelo apoio e toda compressão nas horas mais difíceis.
Aos meus queridos irmãos e cunhadas, Cassiano e Marlice, Marco Aurélio e Maíra, pelos finais de semanas divertidos em família.
Aos pequenos e adoráveis Gustavo, Caio, Lucas e Pedro. Vocês chegaram para tornar minha vida mais doce e colorida.
AGRADECIMENTOS
Ao Prof. Dr. Marcelo Zugaib, digníssimo Professor Titular da Disciplina de Obstetrícia do Departamento de Obstetrícia e Ginecologia da Faculdade de Medicina da Universidade de São Paulo, pela recepção, atenção, acolhimento e oportunidade de realizar este estudo.
À Dra. Lisandra Stein Bernardes, minha orientadora, por todos os ensinamentos, pelo tempo disponibilizado, pela atenção, paciência e incentivo, que foram fundamentais para realização deste trabalho e também, para minha formação profissional. Obrigada também por seu trabalho junto à análise estatística.
À Prof. Dra. Rossana Pucineli Vieira Francisco, pela receptividade, atenção e exemplo. Agradeço também por sua presença em minha banca de qualificação e por todas as críticas e sugestões dadas para o aprimoramento desteestudo.
Ao Prof. Dr. Roberto Eduardo Bittar, pela idéia e participação no projeto deste estudo.
Ao Prof. Dr. Victor Bunduki, por todos os ensinamentos, momentos de descontração e por sua presença em minha qualificação, que muito contribuíram a melhorar esse trabalho.
À Prof. Dra. Ana Cristina Tannuri, por sua presença em minha banca de qualificação e por todas as sugestões dadas, que também foram muito importantes para melhorar este trabalho.
todos os ensinamentos e atenção nos ambulatórios de Medicina Fetal, que muito contribuíram para minha formação profissional.
Às minhas grandes amigas, Karen Hettfleisch e Mariana Azevedo, colegas de pós graduação que se tornaram verdadeiras amigas, com quem compartilhei momentos únicos, de alegrias e dificuldades, vida pessoal e profissional e que também muito me apoiaram na realização deste trabalho. Obrigada por tudo, jamais me esquecerei de vocês.
Às queridas Carolina Fiori, Carolina Vilas Boas, Janaina Damázio Negrão, Julianny Cavalheiro Nery, Mariana Miyadahira, Marisa Takeno e Rimena Melo, por todos os momentos divididos, desde o aprendizado aos momentos de descontração e risadas.
A todos colegas pós-graduandos, estagiários e residentes, com os quais convivi no HC, pelo companheirismo e pelo bom relacionamento profissional vivenciado. A todos os assistentes da Clínica Obstétrica do HCFMUSP, que contribuíram de forma direta ou indireta para realização desse estudo.
À ex-secretária da pós-graduação Adriana e à secretária atual Lucinda por toda atenção e ajuda competente nos atos burocráticos.
À Ágatha pela preciosa e competente ajuda na análise estatística.
Aos funcionários Alan, Willian, Guilherme, Raquel, Soraia e Célia pela atenção e colaboração necessária para a realização deste trabalho.
À equipe de enfermagem da Clínica Obstétrica do HCFMUSP, pela colaboração e disponibilidade.
Esta dissertação está de acordo com as seguintes normas, em vigor no momento desta publicação:
Referências: adaptado de International Committee of Medical Journals Editors
(Vancouver).
Universidade de São Paulo. Faculdade de Medicina. Divisão de Biblioteca e Documentação. Guia de apresentação de dissertações, teses e monografias.
Elaborado por Anneliese Carneiro da Cunha, Maria Julia de A. L. Freddi, Maria F. Crestana, Marinalva de Souza Aragão, Suely Campos Cardoso, Valéria Vilhena. 3ª ed. São Paulo: Divisão de Biblioteca e Documentação; 2011.
Abreviaturas dos títulos dos periódicos de acordo com List of Journals Indexed in
Sumário
Lista de siglas, símbolos e abreviações Lista de figuras
Lista de tabelas Resumo
Summary
1. Introdução ... 1
2. Objetivos ... 4
3. Revisão de literatura ... 6
4. Métodos ... 43
5. Resultados ... 56
6. Discussão ... 68
7. Conclusões ... 78
8. Anexo ... 80
LISTA DE SIGLAS, SÍMBOLOS E ABREVIATURAS
BPD - Diâmetro biparietal CA - Circunferência abdominal
CAPPesp – Comissão de Ética para Análise de Projetos de Pesquisa CC - Circunferência cefálica
CIV - Comunicação interventricular
cm - Centímetros
ECMO - Oxigenação por membrana extracorpórea
et al. - e outros ( mesmo que “ e colaboradores”)
F - Fêmur
FMUSP - Faculdade de Medicina da Universidade de São Paulo GIG – Grande para a idade gestacional
HAP - Hipertensão arterial pulmonar
HC-FMUSP – Hospital das Clínicas da Faculdade de Medicina da Universidade de São Paulo
HDC - Hérnia diafragmática congênita IC – Intervalo de confiança
ILA - Índice de Líquido Amniótico
LiTR - Proporção entre entre o volume do fígado herniado na cavidade torácica e o volume total da cavidade torácica
LHR - lung head ratio
mg – Miligramas mm - Milímetros n – Número OR –odds ratio
P - Percentil P10 – percentil 10
RNM - Ressonância nuclear magnética
ROC - receiver operator characteristic (curva de características operacionais)
RPMO – Rotura prematura de membranas ovulares RR – Risco relativo
SINASC – Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos TPP - Trabalho de parto prematuro
vs - versus
1º - Primeiro 5º - Quinto 8ª - Oitava
11ª – Décima primeira 12ª - Décima segunda 32ª - Trigésima segunda 38ª - Trigésima oitava
39ª - Trigésima nona
% - Porcento = - Igual
≥ - Maior ou igual a
> - Maior que < - Menor que
LISTA DE FIGURAS
Figura 1 Técnica dos quatro quadrantes para medida do ILA, descrita por
Phelan et al. ... 47
Figura 2 Medida do maior bolsão vertical ... 47
Figura 3 Corte do tórax a nível de 4 câmaras, em feto portador de hérnia diafragmática esquerda ... 50 Figura 4 Medida da área pelo método maior diâmetro, do pulmão contralateral à hérnia ... 51 Figura 5 Fluxograma com a caracterização da população estudada ... 53
LISTA DE TABELAS
Tabela 1 Fatores de risco para prematuridade espontânea (adaptado de
Goffinet, 2005 1) ... 22
Tabela 2 Estudos que avaliaram a relação entre polidrâmnio e prematuridade ... 28 Tabela 3 Estudos que avaliaram a taxa de prematuridade e sobrevida em
fetos portadores de hérnia diafragmática congênita ... 39 Tabela 4 Risco de parto prematuro por número de malformações
congênitas e hérnia diafragmática congênita ( adaptado de
Purisch et al., 2008) ... 41
Tabela 5 Fórmula para calcular LHR esperado em fetos com hérnia diafragmática congênita esquerda e direita, usando o método do maior diâmetro, baseado na idade gestacional (IG) em semanas com decimais ... 50 Tabela 6 Relação entre diferentes variáveis e prematuridade em 80 fetos
com HDC, HC-FMUSP- Janeiro de 2001 a outubro de 2014..64 Tabela 7 Resultado do modelo final de probabilidade estimada para
prematuridade em fetos com HDC, HC-FMUSP- Janeiro de 2001 a outubro de 2014 ... 65 Tabela 8 Sensibilidade e especificidade do LHRo/e para predição da
Resumo
Barbosa BML. Estudo da prematuridade em fetos com hérnia diafragmática congênita: avaliação dos fatores de predição [dissertação]. São Paulo: Universidade de São Paulo,
Faculdade de Medicina; 2015.
INTRODUÇÃO: A hérnia diafragmática congênita é uma malformação fetal potencialmente grave, que está associada a alta mortalidade. Sabe-se que a
prematuridade é um significante fator de risco para morbidade e mortalidade neonatal na maioria das doenças, porém sua relação com a hérnia diafragmática congênita pouco
tem sido descrita. O que se tem observado nos estudos nesses fetos é que a incidência de prematuridade é maior que na população em geral OBJETIVOS: Avaliar a incidência de prematuridade nos fetos com hérnia diafragmática congênita e seus possíveis fatores de
predição. MÉTODOS: Estudo do tipo coorte retrospectiva. Foram avaliados fetos com hérnia diafragmática congênita, não submetidos a fetoscopia, sem alteração de cariótipo, com até uma malformação maior associada à hérnia, que fizeram o acompanhamento ultrassonográfico na Clínica Obstétrica do Hospital das Clínicas da Faculdade de
Medicina da Universidade de São Paulo, no período entre janeiro de 2001 e outubro de 2014. As variáveis analisadas foram: idade materna, primiparidade, doenças maternas associadas, tabagismo, prematuridade anterior espontânea, malformação fetal associada à hérnia, hidropsia fetal, polidrâmnio na gestação, polidrâmnio no último ultrassom antes do parto, restriçã de crescimento fetal, feto grande para a idade gestacional, presença de fígado intratorácico, realização de procedimentos invasivos, lado da hérnia e LHRo/e. Inicialmente, para avaliar a associação com a prematuridade, as variáveis qualitativas foram submetidas ao teste de Qui-quadrado e as quantitativas ao teste não
paramétrico de Mann-Whitney. Em seguida, foi ajustado um modelo de regressão logística múltipla com método de seleção de variáveis stewise para verificar quais variáveis poderiam influenciar na predição de prematuridade. Construiu-se curva(s) ROC para encontrar ponto de corte para a(s) variável(is) significativa(s) na predição de prematuridade, identificando-se os valores com melhor sensibilidade e especificidade a serem sugeridos para uso na prática clínica. RESULTADOS: Dos 80 fetos avaliados, 21 (26,25%) nasceram prematuros. Após análise multivariada o LHRo/e foi o único fator associado à prematuridade (p = 0,02). A curva ROC mostrou que com o aumento do
LHRo/e ocorre o aumento da sensibilidade e diminuição da especificidade na predição do parto prematuro, atingindo-se uma sensibilidade de 93,3% com especificidade de 48,8% quando o LHRo/e é igual a 40%. As demais variáveis não se associaram à prematuridade após análise múltipla. CONCLUSÕES: A incidência de prematuridade encontrada foi de 26,25%. O LHRo/e foi o único fator preditor de prematuridade na amostra estudada.
Abstract
Barbosa BML. Study on prematurity in fetuses with congenital diaphragmatic hernia (CDH): evaluation of predictive factors [Dissertation]. São Paulo: “Faculdade de
Medicina, Universidade de São Paulo”; 2015.
INTRODUCTION: Congenital diaphragmatic hernia (CDH) is a severe fetal malformation that leads to high mortality. Premature birth significantly increase the risk of neonatal morbidity and mortality in most diseases; but its relationship with congenital diaphragmatic hernia has not been well described. Fetuses with diaphragmatic hernia have a higher incidence of prematurity when compared to fetuses without malformations. Furthermore, prematurity is associated with worse post-natal survival in these fetuses. However, no studies have evaluated possible prenatal predictive factors. OBJECTIVES: To evaluate the incidence of prematurity in fetuses with congenital diaphragmatic hernia (CDH) and its possible predictive factors. METHODS: A retrospective cohort study was performed. Inclusion criteria were presence of congenital diaphragmatic hernia; absence of fetoscopy; absence of karyotype abnormality; maximum of one major malformation associated with diaphragmatic hernia; ultrasound monitoring at the Obstetrics Clinical of Clinicas Hospital at the University of São Paulo School of Medicine, from January 2001 to October 2014. The following variables were analyzed: maternal age, primiparity, associated maternal diseases, smoking, previous spontaneous preterm birth, fetal malformation associated with hernia, fetal hydrops, polyhydramnios during pregnancy, polyhydramnios on last ultrasound, fetal growth restriction, fetus large for gestational age, presence of intrathoracic liver, invasive procedures performed, side of hernia and observed to expected lung to head ratio (o/e LHR). On individual analysis, qualitative variables were assessed using the Chi-square test, and quantitative variables by the nonparametric test of Mann-Whitney. After individual analysis, a multiple logistic regression model with stewise variable selection method was performed to select variables variables that could influence the prediction of preterm delivery. A ROC curve was constructed with the significant variable, identifying the values with best sensitivity and specificity to be suggested for use in clinical practice.
RESULTS: Eighty fetuses were evaluated, of which 21 (26.25%) were premature. After multiple analysis the o/e LHR was the only factor associated with prematurity (p =
0,02). The ROC curve showed that as the o/e LHR increases the sensitivity also increases and there is a decrease in the specificity of preterm delivery prediction, reaching a sensitivity rate of 93.3% and a specificity of 48.8% when o/e LHR is equal to 40%. The other variables were not associated with prematurity after multiple analysis. CONCLUSION: The incidence of prematurity was 26.25% in our population. The o/e LHR was the only predictor of prematurity in this sample.
1. Introdução
A hérnia diafragmática congênita (HDC) é uma malformação fetal potencialmente
grave, com incidência de 1:2200 nascimentos 2. Consiste num defeito anatômico, uma
abertura no diafragma que pode levar a consequências devastadoras. A herniação das
vísceras abdominais para o tórax resulta na compressão pulmonar e consequentemente
hipoplasia e hipertensão pulmonar. Está associada à alta mortalidade, em torno de
50-60% 3.
O diagnóstico pré- natal é importante, pois permite o acompanhamento dos fetos, a
orientação das pacientes, a intervenção pré-natal em alguns casos e a realização do
parto em centro terciário, com equipes de neonatologia e cirurgia infantil preparadas
para o recebimento e cuidados desses neonatos 4,5.
Sabe-se que a prematuridade é um significante fator de risco para morbidade e
mortalidade neonatal na maioria das doenças, responsável direta ou indiretamente por
75-88% da mortalidade perinatal em recém-nascidos.6 Sua relação com a HDC, no
entanto, pouco tem sido descrita. O que se tem observado é que a incidência de
prematuridade nesses fetos é maior que na população em geral e que, a sobrevida nesses
recém-nascidos é menor nos prematuros do que nos nascidos a termo.
Em estudo realizado por Tsao et al.7, em 2010, observou-se uma taxa de
prematuridade de 22,4% e os recém-nascidos prematuros apresentaram sobrevida
estatisticamente menor que os nascidos a termo.
Levison et al.8, em 2006, em estudo sobre incidência e sobrevivência de
sobrevivência estatisticamente menor nos prematuros (30% vs 64%, OR 3.06, IC 95%,
1.57-5.94). Neste estudo a prematuridade foi considerada um fator de risco
independente para a mortalidade.
Purisch et al.9, em 2008, estudando as malformações fetais e sua relação com a
prematuridade, encontraram uma taxa de prematuridade nos fetos com HDC de 23,1%
e, em relação ao risco de parto prematuro, quando comparado aos fetos sem
malformação, um risco aumentado com OR de 3,2, IC 95% 2,4-4,3.
Para Hedrick 10, 2013, apesar da maioria dos fetos com HDC evoluírem para o
termo, um subconjunto desses fetos, com hérnia grave, irá desenvolver polidrâmnio,
aumentando o risco de parto prematuro. Acredita-se que a combinação da
prematuridade com imaturidade pulmonar e hipoplasia pulmonar severa é
frequentemente letal.
Não há até o momento nenhum estudo cujo objetivo tenha sido estudar os
possíveis fatores associados à prematuridade em fetos com hérnia diafragmática
congênita. Sabendo-se da importância da prematuridade na mortalidade e morbidade
neonatal desses fetos e que a taxa de prematuridade nos fetos com HDC é maior que na
população em geral, os objetivos deste trabalho são avaliar a incidência da
prematuridade em fetos com HDC acompanhados no nosso serviço e estudar a
2. Objetivos
Avaliar :
1. Incidência de prematuridade em gestações de fetos com Hérnia Diafragmática
Congênita;
2. Fatores que possam estar relacionados à predição de prematuridade nessa
3. Revisão de literatura
3.1. Prematuridade na gestação
A cada ano é estimado que 13 milhões de crianças nasçam antes de 37 semanas de
gestação, sendo que as complicações decorrentes da prematuridade são consideradas a
maior causa de mortalidade neonatal 11 e a segunda maior causa de morte em crianças
abaixo de 5 anos, perdendo apenas para a pneumonia12.
Segundo Wen et al.13,em 2004, a taxa de parto prematuro foi calculada em 11%
nos Estados Unidos, entre 5% e 7% na Europa e cerca de 6,5% no Canadá. Nos países
industrializados o nascimento prematuro é responsável por 70% da mortalidade
neonatal e 75% de morbidade neonatal, contribuindo para problemas de
desenvolvimento neurológico a longo prazo, disfunção pulmonar e problemas visuais.
Além disso, a necessidade de cuidados intensivos para esses bebês acrescenta gastos
importantes para o sistema de saúde. O custo anual estimado para a sociedade é de 26
bilhões de dólares.14
Em trabalho publicado por Saigal et al.15, em 2008, os nascidos prematuros quando
comparados aos nascidos a termo, apresentaram maiores taxas de instabilidade de
temperatura, dificuldade respiratória, infecções, apnéia, hipoglicemia, convulsões,
icterícia, kernicterus, dificuldade de alimentação, enterocolite necrotizante,
leucomalácia periventricular e reinternações hospitalares.
McIntire et al.16, também em 2008, publicaram estudo realizado no Parkland
Hospital, em Dallas, nos Estados Unidos, incluindo todos os recém-nascidos únicos e
pré-natal na mesma instituição, totalizando 240958 casos. Os desfechos neonatais para
nascimento prematuro tardio foram comparados com os de crianças nascidas na 39ª
semana. Concluíram que as taxas de mortalidade para prematuros tardios ( 34, 35 e 36
semanas) foram significativamente maiores que os nascidos na 39ª semana. Ainda, a
morbidade neonatal foi significativamente aumentada com 34, 35 e 36 semanas,
incluindo a angústia respiratória tratada com ventilação mecânica, taquipnéia transitória,
hemorragia intraventricular graus 1 e 2, sepse diagnosticada pelo neonatologista, sepse
comprovada por cultura, fototerapia por hiperbilirrubinemia e intubação na sala de
parto.
Aproximadamente 30-35% dos partos prematuros são realizados por indicação
materna ou fetal, 40-45% decorrentes de trabalho de prato prematuro e 25-30%
precedidos por rotura prematura de membranas ovulares pretermo. Essas duas últimas
são chamadas de partos prematuros espontâneos.17
3.1.1. Fatores de risco para prematuridade espontânea
Muitas características maternas e fetais têm sido relacionadas à prematuridade,
entre elas: características demográficas maternas, história nutricional, história
obstétrica, características da gestação atual, características psicológicas, infecções,
3.1.1.1. Fatores individuais, socioeconômicos, psicológicos e comportamentais
Nos Estados Unidos e no Reino Unido as mulheres negras apresentam
consistentemente um risco maior para parto prematuro. As taxas de parto prematuro são
em torno de 16-18% nas mulheres negras comparados com 5-9% nas mulheres
brancas.17 Cooper et al.18, em 1996, publicaram estudo realizado entre outubro de 1992
e julho de 1994, no Maternal-Fetal Institute of Child Health and Human Development.
Avaliaram 2593 gestantes ( negras e não negras) e a raça negra foi associada ao parto
prematuro espontâneo (< 35 semanas). O OR ajustado calculado foi 1,65, IC 95%
1,01-2,69 , p = 0,05.
Goldenberg et al.19, em 1998, publicaram estudo multicêntrico, chamado “The
Preterm Prediction Study”,realizado em 10 centros do Maternal-Fetal Institute of Child
Health and Human Development, entre outubro de 1992 e julho de 1994, em que
avaliaram possíveis fatores de risco associados à prematuridade espontânea, entre eles, a
raça negra. De 2929 gestantes avaliadas, 63% eram negras e 37% não negras. O risco
relativo (RR) para parto prematuro ( < 37 semanas nas negras foi de 1,5, IC 95%,
1,2-1,9). Muitos estudos mostram que, mesmo após correção de outros fatores de risco
conhecidos, as negras apresentam um risco de parto pretermo duas vezes maior que as
brancas.19-21
A primiparidade também já foi relatada como maior risco para prematuridade
espontânea, em relação às pacientes com parto anterior não prematuro. Ananth et al.22,
em 2007, publicaram estudo analisando 414241 mulheres com gestações únicas, no
período de 1989 a 1997, em Missouri. Compararam a idade gestacional do parto em 3
grupos: primíparas (n = 259431), gestantes com um parto anterior a termo (n = 139518),
primíparas (9,6%) foi maior que nas pacientes com parto anterior a termo (23,3%) e
menor que nas pacientes com antecedente de prematuridade (8,1%). Em comparação
com as pacientes com parto anterior a termo, o risco para prematuridade espontânea nas
primíparas e nas gestantes com prematuro anterior também foi maior, com RR (IC 95%)
de 1,13 (1,10-1,16) e 2,5 (2,40-2,60), respectivamente.
Outro estudo publicado por Meis et al.23, em 1995, mostrou associação entre
nulíparas e parto prematuro. No entanto, o mesmo estudo observou também associação
entre multíparas ( ≥ 3 partos anteriores) e prematuridade ( parto prematuro < 257 dias
de gestação). Foram avaliadas através de análise de banco de dados em Cardiff, Wales,
25844 mulheres cujos partos aconteceram entre 1970 e 1979 . Os OR ajustados nas
nulíparas e multíparas ( ≥ 3 partos anteriores) foram respectivamente 1,29 ( IC 95%,
1,08-1,55) e 1,32 (IC 95%, 1,05-1,66). Nas pacientes com um ou 2 partos anteriores, o
resultado foi não significativo.
Os extremos de idade materna e baixo nível socioeconômico também são
considerados como fatores de risco para prematuridade.17 Goffinet 1, revisando
preditores primários de parto prematuro espontâneo, em 2005, destacou idade materna
inferior a 15-19 anos e baixo nível socioeconômico. Outros fatores citados são:
violência doméstica, estresse, depressão, pré-natal inadequado e baixo peso antes da
gestação.
Em estudo publicado por Meis et al23.,em1995, concluiu-se que idade materna
inferior a 18 anos e baixo nível social foram fatores de risco independente para
prematuridade. Foram avaliadas 25844 gestações, das quais 4,3% evoluíram com parto
idade materna inferior a 18 anos e baixo nível socioeconômico foram 1,79, IC 95%
1,31-2,46 e 1,44, IC 95% 0,88-1,75 respectivamente.
Cooper et al.18 encontraram associação entre estresse e parto prematuro. O estudo
foi realizado entre outubro de 1992 e julho de 1994, no “Maternal-Fetal Institute of
Child Health and Human Development”, incluindo 2593 gestantes. Foi considerado
prematuro o parto espontâneo abaixo de 35 semanas. Cinco escalas foram adaptadas
para mensurar ansiedade, autoestima, domínio, depressão e estresse e aplicadas entre 25
e 29 semanas de gestação. A análise revelou associação entre estresse e parto prematuro
( p = 0,003)
Berkowitz et al.24, em 1983, publicaram estudo realizado em Connecticut, no
período de janeiro de 1977 a janeiro de 1978, avaliando fatores psicossociais e parto
prematuro espontâneo (< 37 semanas). Os grupos caso (prematuro) e controle (termo)
tinham respectivamente 166 e 299 mulheres. Foi utilizado um questionário composto
por 27 eventos do dia a dia ( score eventos da vida) para mensurar o nível de estresse
psicológico durante a gravidez. Um outro score foi criado para mensurar o quanto a
gravidez foi desejada ou não ( score de gravidez desejável). Os achados indicaram
associação entre alto nível no score eventos da vida e parto pretermo nas mulheres
brancas (p < 0,01). Porém, nas negras não houve essa associação ( p = 0,59). Quando o
score eventos da vida foram avaliados em conjunto com o score de gravidez desejável,
tanto as mulheres brancas como as negras que apresentaram alta pontuação no score de
gravidez desejável, foram consideradas de risco para parto prematuro quando expostas a
alto nível comparadas a baixo nível de eventos da vida.
Outros estudos também têm relatado associação entre parto prematuro e estresse,
Um fator comportamental importante de associação com a prematuridade é o
tabagismo. Nos Estados Unidos 20-25% das mulheres grávidas fumam e destas,
12-15% continuam durante a gestação.26 O mecanismo do tabagismo predispor a
prematuridade parece incerto, mas há mais de 3000 substâncias no cigarro e os efeitos
biológicos da maioria delas são desconhecidos. No entanto, a nicotina e o monóxido de
carbono são poderosos vasoconstritores e estão associados a danos placentários e
redução da circulação uteroplacentárea.17
Em metanálise realizada por Castles et al.27, em 1999, constataram que o
tabagismo está associado à prematuridade por estar fortemente associado com risco
elevado de placenta prévia, descolamento prematuro de placenta e rotura prematura de
membranas pretermo (RPMO) espontânea. A avaliação da RPMO nessa metanálise
obteve um OR de 1,81, IC 95% 1,36 – 2,25, comparando gestantes fumantes com não
fumantes. Meis et al.23, em 1995, demonstraram aumento da prematuridade progressivo
de acordo com o número de cigarros fumados por dia, chegando a um OR ajustado de
1,39, IC 95% 1,15-170, quando a mãe fumava 20 ou mais cigarros ao dia, comparadas
às não fumantes.
O consumo de álcool parece não influenciar no risco de parto prematuro, exceto
nos casos de consumo muito elevado.1
3.1.1.2. História obstétrica e ginecológica
A história de parto prematuro anterior ou perdas no secundo trimestre é
considerada o principal fator de risco para prematuridade depois de ajustado os fatores
Iams et al.29, em 1998, observaram que em 378 pacientes com parto prematuro
espontâneo anterior ou aborto espontâneo de segundo trimestre (gestações entre 18-36
semanas), a taxa de recorrência de parto prematuro espontâneo (< 35 semanas) variou
entre 14 e 15%, comparado com apenas 3% em 904 mulheres com parto a termo
anterior sem complicações.
McManemy et al30., em 2007, estudaram o risco de recorrência para parto
prematuro, em estudo de coorte, em mulheres que tiveram 3 gestações únicas
consecutivas com 19025 nascidos vivos entre 1989-1997. O estudo mostrou forte
associação entre parto prematuro anterior e risco de recorrência, o qual foi influenciado
pela frequência, ordem e precocidade da prematuridade anterior. A recorrência foi
maior (57%) para mulheres com 2 partos prematuros prévios entre 21-31 semanas e
menor (33%) para aquelas com 2 partos prematuros prévios entre 32-36 semanas. O
risco de recorrência variou, sendo de 42% para mulheres com história de 2 partos
prematuros anteriores, 21% para aquelas com o 1º parto a termo e o 2º pretermo, 13%
para aquelas com o 1º parto pretermo e o 2º parto a termo e 5% para as mulheres com 2
partos a termo.
Esplin et al.31, em 2008, também encontraram associação entre parto prematuro
anterior e prematuridade. Foram incluídas em seu estudo 98724 mulheres, sendo que
todas tiveram um primeiro parto com nascidos vivos e, pelo menos, um outro parto
subsequente em Utah durante 1989-2001. Observaram que as mulheres que tiveram
parto prematuro espontâneo abaixo de 34 semanas em seu primeiro ou segundo filho
apresentaram a maior taxa de recorrência ( RR 13,56, IC 95% 11,5-16). A história de
parto prematuro espontâneo abaixo de 34 semanas foi considerada um forte preditor de
Carvalho et al.32, em 2005, publicaram estudo realizado em nosso serviço, de
janeiro de 1998 a junho de 2001. Avaliaram se a medida do colo realizada por ultrassom
transvaginal e a presença de funil associados a antecedente de parto prematuro
espontâneo seriam capaz de predizer parto prematuro abaixo de 34 semanas. Através da
análise de regressão logística multivariada observaram que o comprimento cervical (
OR 1,12, IC 95% 1,08-1,16, p < 0,001), a presença de funil ( OR 6,29, IC 95%
2,52-15,7, p < 0,001) e a história de prematuridade anterior ( OR 2,71, IC 95% 1,44-5,09, p <
0,02) foram significativamente associadas com parto pretermo abaixo de 34 semanas. A
média da medida do comprimento do colo no grupo com antecedente de prematuridade
foi significativamente menor que no grupo sem parto prematuro anterior ( 30,1 mm vs
35,8 mm, n = 180, p < 0,001).
Rolnik et al., em 2013, em nosso serviço, estudaram 101 grávidas com feto único,
sem malformações, com antecedente de parto prematuro espontâneo, sem sinais de
trabalho de parto até 24 semanas e início de pré-natal até 20 semanas. Avaliaram a
validade da medida do comprimento do colo para predição de parto prematuro. A
medida do comprimento cervical esteve relacionado à ocorrência de parto prematuro,
sendo capaz de predizer a prematuridade com 24, 27, 30 e 33 semanas, sendo os valores
de corte para predição respectivamente iguais a 22, 21, 20 e 16 mm.
A história familiar (fatores genéticos) também tem sido relatada como fator de
risco para prematuridade.18 Bhattacharya et al.14, em 2010, em estudo realizado com
22343 gestantes, na Aberdeen Maternity Neonatal, observaram que o risco de uma
mulher que nasceu de parto prematuro espontâneo ter um filho prematuro está
significativamente aumentado (OR 1,60, IC 95% 1,16-2,21). Observaram também que o
tiver história de parto prematuro espontâneo em qualquer outra gestação (OR de 1,35,
IC 95% 1,12-1,63).
História de cirurgias em colo uterino, colo curto e malformações mullerianas
também são considerados fatores que aumentam o risco de prematuridade.1
Carvalho et al.33, em 2003, publicaram estudo realizado em nosso serviço no
período de março de 1999 a abril de 2000. Avaliaram 529 mulheres sem grupo
selecionado, em seguimento de pré-natal de rotina, que foram submetidas à medida do
colo uterino por ultrassom transvaginal entre 11-14 semanas e 22-24 semanas. Essas
medidas foram comparadas em dois grupos: mulheres que tiveram parto a termo e parto
prematuro ( < 37 semanas). Observaram que a média da medida cervical no primeiro
trimestre não foi significativamente diferente nos 2 grupos. Porém, a média da medida
cervical no segundo trimestre foi significativamente menor no grupo dos partos
prematuros ( 26,7 mm vs 39,3 mm, p = 0, 0001), associando o colo curto à
prematuridade.
3.1.1.3. Características da gestação atual
Diversos fatores presentes na gestação têm sido associados à prematuridade
espontânea, devendo ser considerados como sinais de alerta na vigilância pré-natal. São
eles: sobredistensão uterina (sendo as principais causas: gestação múltipla, polidrâmnio
e macrossomia), infecções (incluindo as cervico-vaginais e outras infecções, além do
trato genital como pielonefrite, bacteriúria assintomática, pneumonia, apendicite e
doença periodontal),sangramento vaginal, contrações uterinas frequentes, placenta
Mercer et al.35, em 1995, 2929 gestantes entre 23 e 24 semanas foram avaliadas
em 10 centros participantes do Maternal Fetal Medicine Units Network of the National
Institute of child Health and Human Development, entre outubro de 1992 e julho de
1994. Contrações uterinas por duas semanas foram associados ao parto prematuro
espontâneo em nulíparas ( RR = 2,41, IC 95% 1,47-3,94, p < 0,001) e multíparas (RR =
1,62, IC 95% 1,20-2,18, p = 0,002). Sangramento vaginal ( primeiro ou segundo
trimestre) associou-se à prematuridade apenas nas multíparas ( RR = 1,62, IC 95%
1,22-2,17, p = 0,001).
Fonseca et al.36, em 1999, publicaram estudo realizado em nosso serviço em que
avaliaram a relação entre alterações das contrações uterinas e parto prematuro. O
estudo foi realizado entre 1996 e 1998, com 56 gestantes com risco para parto
prematuro, as quais foram submetidas à monitorização externa das contrações uterinas,
no período entre 24 e 34 semanas de gestação, duas vezes por semana, por 1 hora. O
teste foi considerado positivo quando o número de contrações era maior ou igual a 4
contrações por hora antes da 30ª semana e a 6 contrações por hora após a mesma idade
gestacional. A frequência média das contrações foi significativamente maior no grupo
dos partos prematuros (< 37 semanas), com média de 8 contrações por hora nos
prematuros e 2 contrações po hora no grupo dos partos a termo, sendo p < 0,05.
No estudo de Goldenberg et al.19, publicado em 1998, foi avaliado possíveis
fatores de risco associados à prematuridade espontânea. Foram avaliadas 2929 gestantes
que fizeram acompanhamento em 10 centros do National Institute of Child Health and
Human Development Maternal Fetal Medicine, entre outubro de 1992 e julho de 1994.
Além da associação entre prematuridade espontânea e raça negra citado anteriormente,
vaginal, infecção pélvica (incluindo clamídia, gonorréia, sífilis, herpes, fungos ou
tricomonas), vaginose bacteriana e colo curto ( ≤ 25 mm). O RR para parto prematuro
(<37 semanas), com IC 95%, para esses fatores foram respectivamente 1,8 (1,4-2,3),
1,5 (1,1-2,1), 1,3 (1,0-1,6), 1,3 (0,98-1,6), 3,5 (2,7-4,6).
Meis et al.37, em artigo publicado em 1995, mostraram associação entre parto
prematuro (< 35 semanas) e infeccções vaginais. Esse estudo deriva do multicêntrico
“The Preterm Prediction Study” realizado entre 1992 e 1994. As pacientes (n = 2929)
foram avaliadas aproximadamente com 24 semanas de gestação (22-24 semanas) e
novamente com 28 semanas (26-29 semanas). Quanto à presença de infecções vaginais
foram avaliadas: vaginose bacteriana ( pH vaginal > 4,5 e coloração gram positiva),
tricomonas ( presença de Trichomonas vaginalis visualizada por microscopia em
secreção vaginal) e monilíase ( presença de qualquer forma de levedura, brotamento ou
hifas em secreção vaginal com adição de hidróxido de potássio 10%). A taxa de
detecção de infecção vaginal com 24 e 28 semanas foram respectivamente 23,4% e
19,4% para vaginose bacteriana, 3,3% e 2,7% para tricomonas e 21,1% e 19,5% para
monilíase. Entre as variáveis analisadas, a presença de vaginose bacteriana com 28
semanas associou-se com parto prematuro espontâneo ( OR 1,84, IC 95% 1,15-2,95, p <
0,01). A detecção de tricomonas ou monília em secreção vaginal não tiveram
associação significante com parto prematuro.
Andrews et al.38, em 2000, publicaram trabalho derivado do “The Preterm
Prediction Study”, avaliando a associação entre infecção do trato genito-urinário por
Chlamydia trachomatis e parto prematuro espontâneo. Dois grupos foram comparados:
grupo caso ( parto prematuro espontâneo < 37 semanas; n = 190) e grupo controle (
semanas e 24 semanas e 6 dias) e 28 semanas de gestação ( entre 27 semanas e 28
semanas e 6 dias) e avaliadas por reação de cadeia de ligase, específica para Chlamydia
trachomatis. A frequência de infecção do trato genito-urinário por clamídiano geral foi
11,1% e 11,9%, respectivamente com 24 e 28 semanas. A infecção do trato
genito-urinário por clamídia com 24 semanas foi significativamente maior no grupo caso (
15,8% vs 6,3%; p = 0,003; OR = 2,8, IC 95%, 1,4-5,6). Com 28 semanas não se
observou diferença significativa na infeccção do trato genito-urinário por clamídia nos
grupo caso e controle.
A associação entre gestações complicadas por malformações fetais e
prematuridade também já foi demonstrada. Rasmussen et al.39, em 2001, investigaram a
relação entre prematuridade e presença de malformações ao nascimento. Utilizaram um
banco de dados do “ Programa de defeitos congênitos de Atlanta e região
metropolitana”, avaliando recém-nascidos entre 1989 e 1995. Entre 264392 lactentes,
com idade gestacional conhecida nesse período, 7738 (2,93%) foram diagnosticados
com algum defeito ao nascimento, estando incluídas apenas as malformações maiores.
Os prematuros ( < 37 semanas de gestação) apresentaram uma taxa de defeitos
congênito, superior ao dobro da taxa dos nascidos a termo ( 37-41 semanas), com OR de
2,43, IC 95% (2,3-2,56). A taxa de defeitos ao nascimento variou conforme a idade
gestacional, atingindo um risco máximo entre 29 e 32 semanas, com OR de 3,37, IC
95% (3,04-3,73).
Também em 2001, Shaw et al.40, avaliaram a prevalência de malformações
diagnosticadas em fetos e bebês até um ano após o parto, na Califórnia, através de um
programa de registro populacional, entre 1984 e 1996, por idade gestacional de
de defeitos de 8,4%, IC 95% (8,2-8,7), nos nascidos até 30 semanas (n = 48955),
reduzindo a prevalência conforme aumento da idade gestacional de nascimento. Nos
nascidos após 37 semanas (n = 2812586) a prevalência de defeitos decaiu para 2,1%,
IC 95% ( 2,0-2,1).
Em 2008, Purisch et al.9, realizaram estudo para estimar e comparar o risco
relativo de gestações complicadas por uma ou mais malformações congênitas maiores,
excluindo os casos com cariótipo alterado. Demonstraram que a presença de
malformações congênitas, mesmo na ausência de aneuploidia, está associada com um
risco significativamente maior de parto prematuro. Esse estudo realizado em Missouri,
incluiu 678693 recém-nascidos únicos e vivos, sendo 675040 fetos sem malformações,
3516 com uma malformação maior (fenda labial ou palatina, anomalias urogenitais,
defeitos cardíacos, espinha bífida, onfalocele ou gastrosquise, anomalia
traqueoesofágica, agenesia renal e hérnia diafragmática) e 137 com múltiplas
malformaçãoes ( mais de uma). Considerando prematuridade abaixo de 37 semanas, o
OR ajustado nas gestações com apenas uma malformação foi de 2,6, IC 95% 2,4-2,8 e
com múltiplas malformações ( mais de uma malformação maior) foi de 7,2, IC 95%
4,7-11. Nos casos de partos prematuros abaixo de 35 semanas, o risco relativo foi ainda
maior, com OR ajustado de 3,1, IC 95% 2,7-3,6 e OR ajustado de 8,0, IC 95% 4,6-14,1,
nos casos de uma ou múltiplas malformações respectivamente.
De acordo com alguns estudos, os fetos pequenos para a idade gestacional ou com
restrição de crescimento também são considerados de risco para parto prematuro41,42.
No entanto, sabe-se que isso é resultado principalmente das indicações de partos
Ott et al. 42, em 1997, realizaram estudo retrospectivo para determinar se os
nascidos prematuros tinham maior incidência de restrição de crescimento do que os
nascidos a termo. Para a análise foram utilizados dados computadorizados de todos
nascidos vivos no St. John’s Mercy Medical Center entre 1990 e 1991. Utilizaram dados
de 1990 para construir uma curva de peso de nascimento por idade gestacional,
considerando restritos aqueles recém-nascidos de 1991 com peso abaixo do percentil 10
(P10) da curva por idade gestacional. Também utilizaram para a comparação a curva de
Hadlock, considerando como restrição de crescimento os fetos com peso estimado por
ultrassom abaixo do P 10 da curva de Hadlock. Após avaliação da idade gestacional do
nascimento de 1583 fetos, a taxa de restrição de crescimentos nos prematuros ( <37
semanas) foi de 6,3% e nos nascidos a termo, 4%, segundo a curva de St. John’s Mercy
Medical Center (1990), não estatisticamente significativo. Porém, segundo a curva de
Hadlock, a taxa de restrição de crescimento nos prematuros e nos nascidos a termo, foi
de 7,9% e 1,5% respectivamente. Esse resultado foi significativo com p < 0,00001.
Morken et al.43, em 2006, realizaram estudo para avaliar se esses fetos também
estão associados à prematuridade espontânea, ou seja, nascidos por trabalho de parto
prematuro ou após rotura prematura de membranas ovulares pretermo. Obsevaram
associação entre os fetos pequenos para idade (considerando menos 2 desvios-padrão
para o peso esperado para a idade gestacional) e parto prematuro. De um total de 33904
recém-nascidos, 4,3% dos prematuros eram pequenos para a idade gestacional. O OR (
IC 95%) para prematuridade foi de 1,6 ( 1,5-1,7), chegando a 3,8 (3,3-4,4) considerando
os prematuros espontâneos entre 28 e 31 semanas. Outros estudos 44,45 também têm
Gardosi, em 2004, apresentou um artigo de prematuridade e restrição de
crescimento, em que traz os resultados de uma análise multivariada de banco de dados
em Midlands, incluindo 21069 gestantes, sobre a relação entre prematuridade
espontânea ( definida como nascimentos abaixo de 34 semanas) e restrição de
crescimento fetal (RCF), definida como peso de nascimento abaixo do percentil 10. O
OR ajustado para risco de parto pretermo espontâneo foi de 3,3 e 2,8 nas primíparas e
multíparas respectivamente.
Tabela 1 - Fatores de risco para prematuridade espontânea (adaptado de Goffinet, 2005 1)
Fatores individuais, socioeconômicos, psicológicos e comportamentais
Raça negra
Mães jovens ( <15-19 anos )
Baixo nível socioeconômico
Violência doméstica
Baixo peso antes da gestação
Estresse, ansiedade e depressão
Tabagismo
História obstétrica e ginecológica
Parto prematura anterior ou aborto espontâneo no segundo trimestre
História familiar ( fatores genéticos )
Cirurgias em colo uterino/colo curto
Malformações Mullerianas
Características da gestação atual
Sobredistenção uterina gestação múltipla
polidrâmnio
macrossomia
Infecções cérvico-vaginais
pielonefrite, bacteriúria assintomática, pneumonia, apendicite, doença periodontal
Placenta prévia
Sangramento vaginal
Contrações uterinas frequentes
Modificações cervicais
Malformações fetais
3.1.2. Polidrâmnio e prematuridade
O polidrâmnio é considerado um fator de risco para prematuridade devido ao seu
reflexo na sobredistensão uterina. McParland et al.34, em 2004, publicaram artigo sobre
trabalho de parto prematuro e prematuridade, destacando a sobredistensão uterina como
etiologia de prematuridade espontânea e incluindo como suas principais causas a
gestação múltipla e o polidrâmnio. Igualmente, em 2010, Simmons et al.11 descreveram
a gestação gemelar, o polidrâmnio e também a macrossomia como fatores relacionados
à sobredistensão uterina e prematuridade.
Em 1978, Kirkinen e Jouppila 46 publicaram estudo clínico sobre a incidência de
polidrâmnio e sua associação com parto prematuro, realizado na Universidade de Oulu,
na Finlândia. O diagnóstico de polidrâmnio foi baseado em achados clínicos
inequívocos, um achado ultrassonográfico típico ( áreas anecóicas intrauterina,
interfaces claras, movimentos fetais abundantes, extremidades a uma certa distância do
corpo) e, em alguns casos, um exame de raio-X. De um total de 14248 partos realizados
no perído de 1972 a 1976, foram diagnosticados 52 casos de polidrâmnio,
correspondendo a uma taxa de 0,4%. O parto prematuro ( abaixo de 37 semanas)
ocorreu em 37,8% das gestações únicas e 85,7% das gestações múltiplas, tendo sido
considerado como causa primária de mortalidade em 81,8% dos casos.
Hill et al.47, em estudo publicado em 1987, avaliaram na Mayo Clinic, centro
terciário de Southeastern Minnesota, 102 pacientes com diagnóstico de polidrâmnio.
Foi considerado polidrâmnio aquelas com maior bolsão vertical (MB), medido por
ultrassom, maior ou igual a 8 cm. Avaliaram a causa do polidrâmnio e também os
Excluindo-se os 5 casos que estavam associados à malformação congênita grave, a taxa
de prematuridade associada ao polidrâmnio foi de 21,6%.
Varma et al.48, em 1988, publicaram estudo sobre o aumento de líquido amniótico
e resultados perinatais, em pacientes do St. George’s Hospital, em Londres, realizado
entre 1983 e 1986, analisando inicialmente 7725 mulheres com ultrassom entre 32 e 36
semanas. Formaram um grupo de 135 pacientes com polidrâmnio, sendo este definido
como MB, maior ou igual a 8 cm, correspondendo a uma taxa de polidrâmnio de 1,7%.
No grupo controle foram incluídas 135 gestantes, com líquido normal, considerado
como MB entre 2 e 8 cm. Tiveram o parto prematuro, entre 32 e 37 semanas, 11,1%
(15/135) das pacientes com polidrâmnio e 6,7% (9/135) das pacientes com líquido
normal, sendo p < 0,05. Considerando apenas os casos de trabalho de parto prematuro
(TPP) espontâneo, a taxa de prematuridade no grupo polidrâmnio também foi maior do
que no grupo controle, sendo 53,3% (8/15) e 33,3% (3/9), respectivamente e com p <
0,05.
Many et al.49, em 1996, estudaram um grupo de 275 gestantes com feto único que
apresentaram polidrâmnio, definido como Índice de Líquido Amniótico (ILA) maior
que 25 cm, avaliado em um período de 36 meses. A taxa de parto prematuro foi de
18.9%, não havendo diferença estatística entre polidrâmnio leve, moderado e grave.
Observou-se que somente os fetos com malformações congênitas e aqueles de mães
diabéticas, apresentaram incidência significativamente maior de parto prematuro, em
relação ao polidrâmnio idiopático, 39%, 22,2% e 12,6% respectivamente com p <
0,001.
Chen et al.50, em 2005, também publicaram estudo caso-controle, avaliando o
semanas e resultados perinatais. O estudo foi realizado através de pesquisa de banco de
dados do Chang Gung Memorial Hospital, de julho de 1990 a dezembro de 2001. Foi
chamado de grupo caso as pacientes com polidrâmnio, definido como ILA > 24 cm (
N=279) e grupo controle, aquelas com líquido normal, considerado como ILA entre 5 e
24 cm ( N=44478). Foi considerado parto prematuro aquele que ocorreu antes de 37
semanas. A taxa de parto prematuro no grupo polidrâmnio foi de 25,5%, enquanto que
no grupo controle foi de apenas 7,3%, sendo p < 0,001.
Pri-Paz et al.51, em 2012, em estudo de coorte, restrospectivo, realizado entre 2003
e 2008 em centro terciário, avaliaram a associação entre parto prematuro < 34 semanas
e < 37 semanas e severidade do polidrâmnio. Foram incluídas todas as pacientes que
realizaram pelo menos um ultrassom na unidade, gestação única e ILA ≥ 25cm ou maior
bolsão ≥ 8cm mesmo com um ILA < 25 cm, num total de 524 casos. Enquanto não
houve nenhum caso de parto < 34 semanas quando ILA < 25 cm, atingiu-se 19,4% de
partos < 34 semanas quando ILA ≥ 35 cm. Em relação aos prematuros, considerando
idade gestacional inferior a 37 semanas, houve apenas 5 partos (7,2%) quando ILA <
25cm chegando a 31 partos ( 46,3%) quando ILA ≥ 35 cm. Esses resultados são
estatisticamente significativos, sendo p < 0,005 e demonstraram associação entre o parto
prematuro abaixo de 34 e 37 semanas com a severidade do polidrâmnio.
Taskin et al.52, em 2013, publicaram estudo caso-controle, para avaliar
polidrâmnio idiopático e resultados perinatais. Polidrâmnio foi definido como ILA > 20
cm ( n = 59) e no grupo controle foram incluídos os casos com pelo menos três medidas
de ILA entre 5 e 20 cm, após a 20ª de gestação ( n = 101). Foi considerado como parto
associação estatisticamente positiva com parto prematuro ( 16,5% vs 5%; p < 0,012) e
com apgar < 7 no 1º e 5º minuto.
Panting-Kemp et al.53, em 1999, estudaram a associação entre polidrâmnio
idiopático e resultados perinatais, entre eles, a prematuridade. Foram incluídas neste
estudo 151 mulheres com gestação única e polidrâmnio idiopático, definido como ILA
> 24cm, acompanhadas no serviço no período de dezembro de 1996 a maio de 1998. O
grupo controle foi constituído de 302 mulheres com líquido normal. Parto prematuro foi
definido como abaixo de 37 semanas de gestação. Nesse estudo, porém, não houve
associação entre polidrâmnio idiopático e prematuridade, sendo as taxas de partos
prematuros no grupo polidrâmnio e controle iguais a 6,6% e 7,9% respectivamente.
Smith et al.54, em 1992, publicaram artigo sobre a relação entre polidrâmnio
idiopático leve, definido no estudo como ILA entre 24,1 e 39,9 cm e resultados
perinatais. O estudo foi realizado entre 1988 e 1991. Foram avaliadas um total de 1177
pacientes, das quais 97, admitidas para perfil biofísico fetal após 26 semanas, tiveram
diagnóstico de polidrâmnio idiopático leve, correspondendo a uma taxa de 8.2%. O
grupo controle, para avaliação dos resultados, foi constituído por 462 casos com líquido
normal. Na análise de trabalho de parto prematuro e parto prematuro foram incluídas
apenas aquelas pacientes que tinham realizado ultrassom antes de 37 semanas, um total
de 46 pacientes no grupo polidrâmnio. A taxa de trabalho de parto prematuro e parto
prematuro no grupo polidrâmnio foi a mesma de 8,7% (4/46), enquanto que no grupo
com líquido normal foi 2,6% (12/462) e 5,8% (27/462) respectivamente. Neste estudo,
apesar de maior no grupo polidrâmnio, não houve diferença estatítica entre os dois
grupos, não existindo associação entre polidrâmnio idiopático e trabalho de parto
Malas et al.55, em 2005, também avaliaram a associação entre polidrâmnio
idiopático e resultados perinatais. Realizaram um estudo retrospectivo entre julho de
2002 e outubro de 2003, avaliando um total de 2142 pacientes e obtendo um grupo de
69 mulheres, com gestação única e polidrâmnio idiopático ( grupo caso). Foi
considerado como polidrâmnio ILA maior que 24 cm. O grupo controle foi formado
por 150 gestantes com ILA normal. A taxa de polidrâmnio encontrada foi de 4,8%.
Neste estudo, similarmente a Panting-Kemp 53 e Smith et al.54, não encontraram
associação entre polidrâmnio idiopático e parto prematuro abaixo de 37 semanas, tendo
ocorrido 6 (8.7%) partos prematuros no grupo caso e 12 (8%) no grupo controle.
A tabela 2 mostra um resumo dos trabalhos que estudaram o polidrâmnio e a
Tabela 2 - Estudos que avaliaram a relação entre polidrâmnio e prematuridade
Definição associadas Condições
N Resultados
P C
Kirkinen e Jouppila, 1978 Achados clínicos inequívos, raio x, achados típicos ultrassom Pré-eclâmpsia; Gestação múltipla; Colestase; DM; Rubéola; MF
52 -
37,8% de prematuridade em gestações únicas e 85,7% em gestações múltiplas
Hill et al;
1987 MB ≥8 cm
Idiopático; MF; Diabetes insulino-dependente; DG; Hidropsia não imune
102 -
Taxa de prematuridade, excluindo-se as
malformações graves, de 21,6%
Varma et
al; 1988 MB ≥8 cm
Feto GIG; DG; Doença vascular hipertensiva; DM; Mal passado obstétrico; MF; Outros
135 135
Aumento estatisticamente significativo da
prematuridade no grupo polidrâmnio ( 11,1% vs 6,7%; p<0,05)
Many et al; 1996
ILA ≥25
cm MF; DG; Idiopático 275 -
Taxa de prematuridade de 18,9%; Aumento da prematuridade nos casos de mãe diabética
( 22,2%) e fetos com malformações congênitas ( 14,3%) quando comparados ao idiopático (12,6%);
p<001
Chen et al; 2005
ILA ≥24 cm
Ausência de
MF 279 44478
Aumento estatisticamente significativo da
prematuridade no grupo polidrâmnio (25,5% vs 7,3%; p<0,001)
Tabela 2 - ( Conclusão) Estudos que avaliaram a relação entre polidrâmnio e prematuridade
Pri-Paz et al; 2012
ILA ≥25 cm MB≥8 cm, mesmoe se ILA <25 cm MF; DM; Aneuploidias; Idiopático; Outros
524 -
Aumento estatisticamente significativo da
prematuridade < 34 e 37 semanas (0% vs 19,4%; 7,2% vs 46,3%; p
<0,005) comparando ILA<25cm e ILA ≥35 cm
Taskin et al; 2013
ILA ≥20
cm Idiopático 59 101
Aumento estatisticamente significativo da
prematuridade no grupo polidrâmnio (16,5% vs 5%; p<0,012 )
Panting-Kemp et al; 1999
ILA ≥24
cm Idiopático 151 302
Não houve associação estatística entre polidrâmnio e
prematuridade (6,6% prematuros com polidrâmnio vs 7,9% prematuros no grupo controle)
Smith et al; 1992
ILA ≥24,1
cm Idiopático 46 462
Não houve associação estatística entre polidrâmnio e
prematuridade (8,7% prematuros com polidrâmnio vs 5,8% prematuros no grupo controle)
Malas et al; 2005
ILA ≥24
cm Idiopático 69 150
Não houve associação estatística entre polidrâmnio e
prematuridade (8,7% prematuros com polidrâmnio vs 8% prematuros no grupo controle)
P = grupo polidrâmnio; C = grupo controle; DG = diabetes gestacional; DM = diabetes mellitus; feto GIG = feto grande para a idade gestacional; MF = malformação fetal
Mazor et al.56, em 1996, com o objetivo de determinar a prevalência de polidrâmnio em
partos prematuros e gestação única, analisaram o polidrâmnio como fator de risco para
mortalidade perinatal e morbidade intraparto nos prematuros. Polidrâmnio foi definido
como ILA > 25 cm ou MB > 8 cm ou avaliação subjetiva estimando aumento do líquido
amniótico. Foram incluídas 4211 mulheres com gestação única, membranas íntegras e
parto prematuro ( entre 23 e 37 semanas), sendo que 210 pacientes (5%) tinham
polidrâmnio. Observou-se que a prevalência de polidrâmnio foi significativamente
maior em neonatos pretermos do que naqueles de termo ( 5% (210/4211) vs 1,9%
(1335/71357); p <0,001).
3.2. Hérnia diafragmática congênita
A hérnia diafragmática congênita é uma malformação rara, com prevalência entre
1,7 a 5,7 por 10000 nascimentos, sendo que um terço dos casos associa-se a
malformações maiores 2,57,58.
Embriologicamente consiste em um defeito do diafragma, decorrente do
fechamento insuficiente da membrana (septo transverso) que separa o tórax do abdome
e ocorre entre a 8ª e 12ª semana de gestação59. A maioria dos defeitos ocorre do lado
esquerdo do diafragma ( 87%), mas também acomete o lado direito ( 10-11%) e
bilateralmente ( 2%) 4,59.
A sensibilidade da ultrassonografia para o rastreamento de HDC atinge 60% na
Europa 5. A maioria dos casos de HDC são esporádicos, porém já foi descrita
associação com herança autossômica recessiva 60. Já foram descritos defeitos de quase
cromossomo 15q26 e transloções não balanceadas na região 15q24-q26 60,61. Algumas
drogas como talidomida, quininas, drogas anti-epiléticas, nitrofeno e a deficiência de
vitamina A têm sido associadas à HDC 4,59,60 . O risco de recorrência dos casos isolados
é de aproximadamente 2 % 4,62.
A HDC pode ser encontrada isoladamente ou, como já dito, associada a outras
malformações, incluindo cardíacas, renais, do sistema nervoso central e
gastrointestinais, correspondendo a 25 a 57% dos casos 4. Também pode associar-se a
cromossomopatias.
As alterações cromossômicas mais comumente encontradas são: Trissomia dos
cromossomos 21, 18 e 13, sendo descrito também a Síndrome de Turner . Também pode
fazer parte de várias síndromes genéticas 4,59,60, como as Síndromes de Beckwith
Wiedeman e Danny Drash 59.
O diagnóstico pré-natal da HDC com ultrassonografia pode ser feito com sinais
diretos, como a presença de órgãos abdominais na cavidade torácica, ou sinais indiretos,
como polidrâmnio, eixo cardíaco anormal ou desvio de mediastino. A visualização do
diafragma em corte sagital não exclui a anomalia, pois apenas uma região do diafragma
pode apresentar o defeito 4.
A taxa de diagnóstico da hérnia diafragmática congênita isolada, quando
comparada com a da hérnia associada a outras malformações, síndromes ou alterações
de cariótipo, apresenta uma diferença significativa ( 51% vs 72%).57
O diagnóstico diferencial inclui: malformação adenomatóide cística, sequestro
broncopulmonar, eventração diafragmática, cisto broncogênico, cisto entérico e
3.2.1. Fatores prognósticos dos fetos com hérnia diafragmática congênita
O prognóstico fetal na HDC é afetado pela associação com outras malformações
ou anomalias cromossômicas 2,63 . Alguns estudos também sugerem pior prognóstico
relacionado à lateralidade da hérnia, à herniação do fígado para o tórax e ao LHR ( lung
head ratio).
3.2.1.1. Malformações associadas ou anomalias cromossômicas
Skari et al.2, em 2000, publicaram uma metanálise sobre os fatores de mortalidade
associados à hérnia diafragmática congênita. Realizaram a busca de trabalhos
publicados entre janeiro de 1975 e dezembro de 1998 no banco de dados da Medline,
Embase e Cochrane. Selecionaram um total de 51 artigos publicados e dividiram em 3
grupos: 1) Fetos com diagnóstico pré-natal de HDC; 2) Neonatos com HDC admitidos
em centro de tratamento e 3) Estudos de base populacional. A frequência de
malformações maiores associadas foi de 33,7%, 23,3% e 39,5% nos três grupos
respectivamente. Em todos os grupos a associação com malformações maiores foi
considerada um importante fator de mortalidade.
Ruano et al.63, em 2006, publicaram trabalho sobre diagnóstico pré-natal e
resultados perinatais de 38 casos de HDC, observados em 8 anos de experiência no
centro de medicina fetal do nosso serviço. Chegaram a uma taxa de óbito fetal de
41,7% nos casos de malformação associada com cariótipo normal, 55,6% nos casos com
anomalia cromossômica associada e 0% na HDC isolada. A mortalidade neonatal
neonatais precoces foram associados com a presença de outros defeitos estruturais ou
anomalias cromossômicas.
3.2.1.2. Lado da hérnia
Em metanálise publicada por Skari et al.2, em 2000, foi avaliada a taxa de
mortalidade em relação à lateralidade da hérnia. No primeiro grupo avaliado, formado
por fetos com diagnóstico pré-natal de HDC, 6 estudos relatavam a mortalidade nos
casos de HDC direita e esquerda e não foi encontrada diferença significativa na
mortalidade total ( 75% vs 68,7%, p = 0,59). No segundo grupo, formado por neonatos
com HDC admitidos em centro de tratamento, num total de 7 estudos, a mortalidade foi
significativamente maior nos casos de HDC direita do que nos casos de HDC esquerda (
65,2% vs 47,1%, p = 0,006). No terceiro grupo, constituído por estudos de base
populacional, apenas 2 estudos reportavam às taxas de mortalidade que, no total, a
mortalidade também foi significativamente maior nos casos de HDC direita ( 66,7% vs
23,1%, p = 0,002). Em conclusão, a taxa de mortalidade foi maior nos casos de HDC
direita e como não encontraram associação entre o lado da hérnia e a presença de
associação com malformações maiores, sugere-se que outras diferenças entre HDC
direita e esquerda contribuam nas diferentes taxas de mortalidade.
Datin-Dorriere et al.5, em 2008, estudaram 79 casos de nascidos vivos com HDC
isolada e com cariótipo normal e os fatores relacionados ao aumento da mortalidade
neonatal. Treze (16,5%) casos eram de HDC direita e 66 (83,5%) esquerda. Nos casos
de HDC direita, 8 morreram e 5 sobreviveram. Na HDC esquerda, 21 casos morreram e
HDC isolada, foi de 0,011. Observaram que a mortalidade neonatal relacionou-se ao
lado da hérnia (direita), à posição intratorácica do estômago e do fígado, ao LHR
menor que 1,5 e ao volume pulmonar fetal mensurado por ressonância nuclear
magnética (RNM) menor que 30%. A idade gestacional no momento do diagnóstico
ultrassonográfico, polidrâmnio (maior bolsão ≥ 8cm) e a relação ventrículo
esquerdo/ventrículo direito no corte das 4 câmaras não se associaram à mortalidade.
Ruano et al.64, em 2012, publicaram trabalho sobre resultados neonatais em fetos
com HDC isolada, estudando 108 casos avaliados no período de janeiro de 2004 a
dezembro de 2010. Um dos parâmetros avaliados foi a lateralidade da hérnia em relação
à morte neonatal e à hipertensão arterial pulmonar (HAP) severa após nascimento.
Tiveram 82 casos de HDC esquerda e 26 casos de HDC direita. Nos casos de HDC
esquerda, 60% evoluíram com morte neonatal e 58,5 % com HAP severa. Já nos casos
de HDC direita, igualmente 76,9% evoluíram com morte neonatal e HAP severa. Nesse
estudo, essas diferenças não foram consideradas significativamente estatística (p igual a
0,13 e 0,09 respectivamente) e não associaram a hérnia diafragmática congênita direita
ao pior prognóstico.
3.2.1.3. Fígado intratorácico
Na avaliação por Datin-Dorriere et al.5, em 2008, com 79 casos de nascidos vivos
com HDC isolada e com cariótipo normal, a posição do fígado intratorácico também se
associou significativamente com a mortalidade neonatal. O risco relativo para risco de
mortalidade em HDC isolada ( lado esquerdo), com IC 95%, foi calculado em 3.14 (
